優勢心理氛圍對員工創新行為的影響
——一個有調節的中介模型

□林新奇 欒宇翔 趙國龍

一、引言

成語“揚長避短”指的是發揮自己的長處，回避自己的短處。這里的長處其實對應著積極心理學中的構念——優勢（Strength）。個人的優勢是一種允許我們做到最好的個人特質——在實現高績效的同時感到開心與活力[1]。當員工感受到一種來自組織對于使用優勢的支持時，員工會形成更多敬業感，產生更高生活滿意度以及更少職業倦怠[2]。在管理實踐中，相比于改善劣勢，人們投入更多精力來發揮自身優勢會更有可能成長、成功。具體而言，員工優勢指的是一種幫助個人來獲得最優的機能、發展和效果的能力。對員工優勢進行干預，能給企業和員工帶來一系列積極結果。例如，Ghielen 等研究表明，優勢的使用和干預對員工主觀幸福感、工作敬業感、工作滿意度等有正向影響[3]。心理學中的氛圍，指的是員工對所見或感知的描述。企業如果能營造一種基于優勢的心理氛圍，在這種氛圍中識別、開發和使用員工的優勢，就將有益于員工在工作中獲得積極情感，進而產生較高的角色內和角色外績效。

根據社會交換理論，人們在給予別人的同時，也希望得到別人的回報；與此同時，收到回報的人也有壓力不得不付出[4]。當員工感受到來自組織的支持時，因為社會交換的存在，他們會相應產生更多有利于組織的行為，也會產生更高的工作績效或減少缺勤行為。基于優勢的心理氛圍下，組織識別、開發和使用員工的優勢[5]，實質上員工也感受到來自組織的支持，進而會產生更高組織承諾。組織承諾是一種員工對組織的重要態度[6]，基于優勢的心理氛圍除直接影響員工創新行為外，也可能通過組織承諾的中介作用影響創新行為。

已有研究表明，創新的心理氛圍對創新行為有顯著的預測作用[7-8]。根據社會交換理論，基于優勢的心理氛圍可能通過組織承諾來影響員工創新行為，而組織認同可能調節這一影響機制。Ashforth 和Mael 最早將社會認同理論運用到組織研究中，指出員工對組織的認同導致他們從參與組織活動中獲得滿足，強化那些與組織保持一致的因素[9]。員工產生認同的主要原因有自我提升（self-enhancement）[10]、自我了解（self-knowledge）、自我一致（self-coherence）、自我連續（self-continuity）等[11]。員工組織認同水平不僅會影響員工的工作態度，如工作投入和工作滿意度，也會影響其工作傾向與行為，如離職傾向、角色內和角色外行為等[12]。進一步而言，組織認同在一定程度上超越員工—組織之間的簡單交換關系[13]，更有可能將組織承諾轉換為創新行為。綜上，結合國內外理論和文獻，本研究通過構建一個有調節的中介模型來進一步探究基于優勢的心理氛圍和員工創新行為之間的關系，為組織開發與激勵員工創新行為提供一定的實踐指導。

二、理論模型與研究假設

基于不同視角，對優勢認識有不同觀點。優勢是一系列個人特質的集合，Buckingham 和Clifton 認為，優勢（strength）是一種天賦（思想、感覺和行為的特質）、知識（事實和學到的課程）和技能（一個活動的步驟）的組合[14]。Robert 等指出，在某種程度上來說，優勢作為一種遺傳或者進化特質，能夠自然地讓人們在某些方面表現良好，導致可預測的個人差異[15]。也有學者將個人優勢進行區分。Park 等指出優勢可能體現為幽默、領導力、創造力等方面[16]。總之，從不同的角度來看，優勢都體現出一種個人所擅長的某一方面或多個方面的優秀特質[17]。

組織中的氛圍指的是在組織情景中，人們對所見或者所經歷的第一手的描述，包含員工認知到的實踐、政策、流程、規范和回報。基于優勢的心理氛圍（Strength-based Psychological Climate），是指員工感知到的組織中正式或非正式的，關于識別、發展、使用和欣賞他們的優勢和天賦的政策、實踐和流程[4]。報酬、高承諾的人力資源管理系統、創新的心理氛圍等因素都會顯著影響員工創新行為[18]。以往研究表明，使用優勢會導致積極的結果。員工感受到組織對其使用優勢的支持后，會提升工作敬業感，進而提升工作績效[2]。此外，有研究也發現，基于優勢的心理氛圍和優勢使用，會通過不同作用機制影響員工的創新行為[19-20]。因此，提出如下假設：

H1：基于優勢的心理氛圍對員工創新行為有顯著的正向影響。

組織承諾（organizational commitment）是員工對組織的一種肯定性態度或心理傾向[21]。組織承諾主要有三個維度：情感承諾、規范承諾和持續承諾[22]。以往研究表明，組織承諾會影響員工的行為、態度和績效。例如，Gaertner 的元分析表明，組織承諾與工作滿意度和離職傾向有關[23]；Zeinabadi 基于教師的研究也發現，教師組織承諾顯著影響組織公民行為[24]。

根據社會交換理論，社會行為是基于社會交換，并且交換本身不局限于物質商品，還包含象征價值，例如贊賞和聲望。當員工感受到組織的支持后，會產生組織承諾，隨后會產生重要的組織結果[5]。基于優勢的心理氛圍下，組織識別、開發和使用員工的優勢[4]，有助于員工產生相應的組織承諾，并進一步做出有益于組織的事情。劉小平發現，組織承諾會影響員工工作滿意感、工作投入、動機、緊張感、職業承諾等[25]。此外，Deckop 等指出，員工具有較高組織承諾會產生較多的組織公民行為[26]。創新行為和組織公民行為都是重要的角色外行為，在員工認知到創新行為對組織有益時，組織承諾較高的員工可能會產生更多創新行為。因此，提出如下假設：

H2：組織承諾在基于優勢的心理氛圍與員工創新行為關系間起中介作用。

員工與組織之間不僅存在社會交換，往往還存在更高層次的組織認同。心理學中的社會認同理論指出，人們傾向于把他們自己和其他人劃分到許多不同的社會分類中，例如組織成員、宗教從屬、性別和年齡分類等，這種社會區別使得個人在社會環境中能定義他們自己[27]。組織認同是社會認同的一種具體形式[9]，通常被定義為與其所加入的組織具有一致性，以及把組織的成功和失敗視為自己的經歷[28]。組織認同的結果包含合作、努力、參與有益于組織的決策制定[10]。盡管組織認同和組織承諾都在一定程度上反映員工對組織的依附，但Riketta 通過元分析指出，組織認同實際上明顯區別于與它最接近的概念——組織承諾[12]。員工的組織認同表明員工與組織的一體性，而組織承諾只是表達員工在情感維度、規范維度、持續性維度上對組織的承諾。

組織認同可能產生一系列有益于組織的結果，如工作滿意度、工作投入、離職傾向、角色內績效和角色外績效等[12]。根據組織認同理論，認同水平的高低會影響員工行為。通常情況下，創新行為面對不確定性風險，員工傾向于規避風險，而組織認同作為一種組織歸屬感，在一定程度上超越員工—組織之間的交換關系[13]，高認同水平的員工，更有可能出于對組織的認同與熱愛，而勇于承擔一定的風險，將組織承諾轉化為創新行為。因此，組織認同能影響組織承諾對員工創新行為的關系。即組織認同水平越高，組織承諾對員工創新行為的影響就越強，也越易激發員工較高創新行為。因此，提出如下假設：

H3：組織認同在組織承諾與員工創新行為間起調節作用，即組織認同水平越高，組織承諾對員工創新行為的積極影響就越強。

基于前文中關于組織承諾的中介作用和組織認同的調節作用論述，本文認為組織認同還將進一步調節組織承諾在基于優勢的心理氛圍與員工創新行為關系間的中介作用。即員工的組織認同水平較高，組織承諾對員工創新行為的影響更強，因而提高了基于優勢的心理氛圍對員工創新行為的影響作用。然而，當員工的組織認同水平較低時，降低了基于優勢的心理氛圍通過組織承諾影響員工創新行為的作用。因此，提出如下假設：

H4：組織認同能夠調節組織承諾在基于優勢的心理氛圍與創新行為關系間的中介作用，即組織認同水平越高，組織承諾的中介作用就越強。

本文的研究模型見下圖：

圖 研究模型

三、研究設計

（一）數據收集

本研究樣本來自北京和云南的幾家大型國有企業，選擇國有企業而不是私營企業調研的原因在于：國有企業相較私營企業更可能缺乏激勵，而在國有企業內構建基于優勢的心理氛圍成本相對較低，且能起到較好的激勵效果，使研究的理論和實踐意義更高。研究者設計好題目后，生成相應的網絡問卷，通過人力資源部門經理幫忙向員工發放問卷。調研時間為2020 年6 月至8 月，分多批次對問卷進行發放。問卷發放后，由研究者對問卷進行篩選，在刪除不合格問卷后，共獲得有效問卷325 份。

調查問卷的人口統計特征：男性占比49.2%，女性占比50.8%；從年齡分布來看，35 歲以下員工占比為58.71%；從在公司的職級來看，一般員工、基層管理者、中層管理者、高層管理者占比分別為：69.72%、15.6%、12.23%、2.45%，符合國有企業金字塔般的嚴格職級分布；從學歷分布來看，本科學歷占52.3%，專科占21.7%，大學專科和本科加起來占學歷的大多數；從在公司工作的時間來看，1 年及以下占比24.7%，1-10 年一共占37.3%，10 年以上占38.0%。

（二）變量測量

本文所涉及構念的測量，均采用當前國內外研究中運用最成熟量表。首先，運用“翻譯和回譯”方法，提高問卷準確性；然后，將所獲得的問卷進行小范圍預測；最后，根據收集到的意見，對問卷的措辭、修飾、語序等進行優化與調整。本研究采用李克特五點計分，從“非常不同意”到“非常同意”分別賦值1 分到5 分。

基于優勢的心理氛圍：使用Woerkom 等開發的基于優勢的心理氛圍量表，從優勢的識別與開發、贊賞和使用三個維度進行測量[4]。這包含“在我所在的組織里，我有機會了解我的天賦是什么”等12 個題目。本量表的Cronbach’s α 系數為0.968，KMO 值為0.940。

組織承諾：使用Meyer 和Allen 等開發的組織承諾測量量表，從情感承諾、規范承諾、持續承諾三個維度對組織承諾進行測量[22]。包含“我很愿意一直在這家公司工作”等18 個題目。本量表的Cronbach’s α 系數為0.967，KMO 值為0.961。

創新行為：采用Scott 等開發的創新行為測量量表，該量表為單維度量表，包含問題為“我認為我是有創造力的”等6 道題目[7]。本量表的Cronbach’s α 系數為0.939，KMO 值為0.914。

組織認同：采用Mael 和Achforth 開發的組織認同量表，包含的題目為“當別人對我所在的公司進行批評時，也就是在對我進行批評”等6 道題目[28]。本量表的Cronbach’s α 系數為0.946，KMO 值為0.903。

控制變量：根據以往對于員工創新行為研究中的控制變量的選擇，結合可能影響創新行為的機制。本研究選擇五個控制變量，分別是性別、年齡、職位等級、教育程度和工作年限。

（三）共同方法偏差檢驗

因為本文采用自陳式量表進行測量，可能存在一定程度上的共同方法偏差，所以需對其進行檢驗。本研究運用Harman 單因素法進行檢驗。使用SPSS25.0 軟件進行探索性因子分析，結果表明首個因子解釋變異量占總解釋變異量的43.44%，低于建議值50%，從Harman 的單因素法檢驗的角度來看，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

四、數據分析與結果

（一）信度與效度檢驗

本研究所用的量表均為國內外成熟的量表，在信度和效度上具有較高保障。本研究所選變量的內部一致性信度Cronbach’s α 系數均在0.9 以上，KMO 均大于0.9，說明具有較好的信度水平。此外，根據計算所涉及變量的AVE 的平方根，并與其彼此間相關系數進行比較。由表1 可知，所有變量到的AVE 的平方根均大于其變量間的相關系數，例如：基于優勢的心理氛圍的AVE 平方根為0.847，明顯大于該變量與其他三個變量相關系數（分別為0.502、0.499、0.594），這表明所涉及變量的具有較好的區分效度。

（二）描述性和相關分析

對本研究中的主要變量進行描述性統計，如表1 所示。研究變量之間均存在顯著相關，例如基于優勢的心理氛圍和組織承諾之間相關系數0.502（p＜0.01），組織認同和基于優勢的心理氛圍之間相關系數0.499（p＜0.01）。

表1 主要變量描述性統計量、相關系數和AVE 平方根

（三）假設檢驗

對于本研究中的四個假設運用SPSS25.0 軟件和其中的Process 插件進行檢驗，結果見表2。

表2 層級回歸結果表

1.主效應檢驗

對基于優勢的心理氛圍與創新行為關系，用層級回歸法進行檢驗。

第一步，在回歸方程中加入控制變量，如Model3 所示。

第二步，在回歸方程中加入自變量基于優勢的心理氛圍，如Model4 所示，此時基于優勢的心理氛圍標準化系數為0.581（p＜0.001）。由此，假設H1 得到驗證。

2.中介效應檢驗

對組織承諾中介效應進行檢驗。

第一步，檢驗創新行為對組織承諾的正向影響（自變量對中介變量的影響）。首先在Model1 中加入控制變量，其次在Model2 中加入自變量基于優勢的心理氛圍，此時基于優勢的心理氛圍標準化系數為0.479（p＜0.001）。

第二步，檢驗組織承諾對創新行為的正向影響（中介量對因變量的影響）。方法與第一步類似，其結果見Model3 和Model5，此時組織承諾對應的標準化系數為0.526（p＜0.001）。

第三步，將基于優勢的心理氛圍和組織承諾同時放入對創新行為的回歸方程，見Model6。此時可見，在加入基于優勢的心理氛圍后，組織承諾的標準化系數從0.526（p ＜0.001）降低到0.291（p＜0.001），說明組織承諾在基于優勢的心理氛圍與創新行為關系間起部分中介作用。假設H2 得到驗證。

3.調節效應檢驗

在以上回歸的基礎上，在Model7 中加入組織認同以及組織承諾與組織認同去中心化后的交叉項乘積。Model7 和Model6 對比可知，組織承諾*組織認同的標準化回歸系數為0.208（p＜0.001），表明組織認同水平越高，組織承諾對其創新行為積極影響就越明顯，故假設H3 得到驗證。

4.有調節的中介效應檢驗

運用Process 插件，在進行回歸的同時運用“拔靴法”（bootstrap）。結果表明:index=0.071，Boot 標準誤為0.026，95%水平上的置信區間為[0.022，0.122]，且未包含“0”。這個數據表明，組織認同調節組織承諾在基于優勢的心理氛圍和創新行為之間的中介關系。具體而言，當組織認同水平較低時，組織認同在基于優勢的心理氛圍和創新行為之間關系的效應值為0.0558，95%水平上的置信區間為[-0.015，0.142]，此時這個區間包含“0”，表明不顯著；只有當組織認同水平較高時，此時的效應值為0.186，95%水平上的置信區間為[0.101，0.290]，置信區間不含“0”，達到顯著水平，因此，假設H4 得到證實。

五、研究結論、理論貢獻與實踐啟示

（一）研究結論

本研究發現，基于優勢的心理氛圍對員工創新行為有顯著正向影響；組織承諾中介基于優勢的心理氛圍和員工創新行為之間關系；組織認同在組織承諾和員工創新行為之間起調節作用，即組織認同水平越高，組織承諾和創新行為之間的關系就越強；組織認同調節組織承諾在基于優勢的心理氛圍和創新行為之間的中介效應，即組織認同水平越高，組織承諾在基于優勢的心理氛圍和員工創新行為之間的中介效應就越強。

（二）理論貢獻與實踐啟示

1.理論貢獻：本研究為優勢理論的推廣和應用做出一定貢獻；本研究結論呼應Woerkom 等對基于優勢的心理氛圍及其影響結果進行研究的展望[4]，也呼應丁賀等指出應該對組織承諾可能存在的中介效應進行研究的展望[20]；研究進一步揭示基于優勢的心理氛圍通過組織承諾產生創新行為的作用條件，以及組織認同的調節作用，為進一步探究基于優勢的心理氛圍應用做出理論鋪墊。

2.實踐啟示：第一，揚長避短，促創新。依據研究結果，基于優勢的心理氛圍顯著促進員工創新行為。三步幫助組織構建基于優勢的心理氛圍：組織內所有員工都應認識優勢的重要性，多用員工長處；依據優勢進行考核，而不是盯緊員工缺點；培訓與開發員工的優勢。第二，強化承諾，促創新。依據研究結果，組織承諾起到顯著中介作用。為提升員工組織承諾：承諾是自主的而不是組織強加的，管理者首先應保持對員工的信任；管理者應該充分對員工進行授權；管理者應該對員工提供個性化的關懷。第三，提升認同，促創新。依據研究結果，員工對組織認同越高，優勢作用就越明顯。提升認同，就是讓員工認為自己是企業的主人：在招聘階段選擇與組織理念接近的、具有潛力的員工；在培訓與開發中宣揚組織的文化與理念，嘗試針對員工特定優勢進行個性化培訓[29]；在績效管理中制定目標時，加強與員工充分溝通并且考慮員工意見，提供兼具公平和效率的薪酬政策，提升員工對組織的認同。